PREÇO DA MADEIRA EM TORA PARA PRODUÇÃO DE CELULOSE

O modelo do preço da madeira em tora para produção de celulose, estimado pelo método de Mínimos Quadrados Ordinários – MQO, ajustou-se satisfatoriamente. Os resultados do modelo, bem como os seus indicadores estatísticos, foram obtidos pela equação 8, a seguir:

ln = -0,021 + 0,362*ln + 0,386* _{+ 0,050* (8)} Teste t= (-0,02) (3,99) (3,87) (0,34)

Coluna 1 Coluna 2 Coluna 3 Coluna 1 1

Coluna 2 0,71* 1

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Valor P= (0,982) (0,001) (0,001) (0,735) R²aj = 0,86 Erro-padrão = 0,1

n = 20 F= 39,58 d = 1,60

O valor F calculado (39,58) foi maior que o F crítico (6,11), a 1% de significância, rejeitando-se com isso a hipótese de efeito nulo . Então, as variáveis explicativas , e explicam a variável dependente Y (preço da madeira em tora para produção de celulose), com uma probabilidade de erro de apenas 1%.

O valor do coeficiente de determinação R² foi de 88,12%, o que indica que o ajuste do modelo é bom, e o teste Durbin-Watson obteve um valor de 1,60 a 5% de significância. O teste foi não conclusivo em nível de significância de 5%. Pelo fato de o teste d estar na zona de indecisão, não se pode afirmar a ocorrência ou não de correlação entre os resíduos.

No teste das carreiras ou teste de Geary foi possível confirmar a ausência de autocorrelação serial com um R = 8, estando dentro dos valores críticos de 6 e 16 das tabelas de Swed e Eissenhart (GUJARATI, 2006). Com isso, o teste de carreira rejeitou a hipótese nula de aleatoriedade com 95%.

A aplicação do teste de Koenker-Bassett (KB) indicou ausência de heteroscedasticidade, pois o valor do coeficiente de determinação R² foi de 0,05% e os valores observados das estatísticas F (1,08) e t (-1,01) foram menores que os críticos, a 20% de significância. Portanto, a hipótese de homoscedasticidade no modelo de preço da madeira em tora é aceita, não sendo necessária a correção da heteroscedasticidade.

O fato do intercepto do preço da madeira em tora não ter sido estatisticamente significativo não foi o suficiente para justificar a sua não aplicação no modelo. É aconselhado utilizar o modelo convencional com intercepto, "a menos que haja uma expectativa a priori bastante forte" (GUJARATI, 2006).

As variáveis independentes do preço da madeira em tora para outras finalidades e capacidade instalada foram significativas no âmbito de 1%. Apenas o preço de exportação da celulose no Brasil não foi significativo estatisticamente. Apesar do alto valor de significância estatística para aceitação da variável independente (preço de exportação da celulose no Brasil), essa variável não foi descartada no modelo econométrico. Infere-se que a falta de ajuste para o preço de exportação da celulose seja causada pela influência do

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câmbio e da demanda externa na sua formação. Lembra-se que o mercado interno (capacidade instalada da indústria de celulose e o preço do bem substituto da madeira em tora para celulose) apresenta, no curto prazo, uma maior influência na formação do preço da madeira em tora.

Outra justificativa para a aplicação do intercepto e permanência da variável preço de exportação da celulose no Brasil teve como embasamento a hipótese do modelo clássico de regressão linear, de que “o modelo de regressão está corretamente especificado, alternativamente, não há nenhum viés ou erro de especificação no modelo usado na análise empírica” (GUJARATI, 2006). Frisa-se que ao adotar um determinado modelo de regressão como modelo “verdadeiro” ele não pode ser modificado com a admissão ou a omissão de uma ou mais variáveis (GUJARATI, 2006).

Por curiosidade, realizou-se o teste da forma funcional da regressão para fazer a escolha entre o modelo linear e o modelo log-linear. Pelo teste de Mackinnon, White e Davidson – MWD constatou-se que não se pode rejeitar a especificação linear ou log- linear para o modelo de preço da madeira em tora para produção de celulose, logo, o teste foi não conclusivo para a determinação da aplicação do modelo linear ou do modelo log- linear.

Portanto, o argumento de considerar-se que o modelo de preço da madeira em tora para produção de celulose “está corretamente especificado, alternativamente não há nenhum viés ou erro de especificação no modelo usado na análise empírica” e o fato do modelo linear já fornecer pelos estimadores as elasticidades fazem dessas, boas justificativas para a aplicação do modelo log-linear (GUJARATI, 2006).

Os sinais e o tamanho dos parâmetros gerados pelo modelo de preço estão em conformidade com a teoria econômica. Com base nessa teoria, sugeriu-se que o preço da madeira em tora apresentasse relação direta com as variáveis capacidade instalada da indústria de celulose, preço de exportação da celulose no Brasil e preço da madeira em tora para outras finalidades e exportada no Brasil. Em vista disso, os parâmetros estão de acordo com o esperado nos trabalhos de SULLIVAN, T.E. (1968), CARTER, D. (1992) e ALMEIDA, A.N. (2006), como o observado na tabela 13.

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Tabela 13 - Avaliação dos resultados do modelo de preço da madeira em tora.

*O intercepto tem apenas o objetivo de indicar a posição do modelo.

De acordo com o esperado, a elasticidade do preço da madeira em tora para celulose no Brasil e a elasticidade da capacidade instalada da indústria de celulose foram altamente significativas e aceitas com uma probabilidade de erro inferior a 1 %. Já era esperado que o preço da madeira em tora para celulose não reagisse tão sensivelmente a mudanças na oferta e na procura (SULLIVAN, 1968).

Como o indicado no trabalho de ALMEIDA, A.N. (2006), a elasticidade preço de exportação da celulose no Brasil indicou uma relação direta e inelástica (menor que um) com o preço da madeira em tora para outras finalidades. Portanto, um aumento de 10% no preço da madeira em tora para outras finalidades traria um aumento de 3,9% no preço da madeira em tora para celulose.

A elasticidade preço da capacidade instalada da indústria de celulose indicou uma relação direta e inelástica com o preço da madeira em tora para celulose, como o detectado no trabalho de CARTER, D. (1992). Um aumento de 10% da capacidade instalada da indústria de celulose acarreta em um aumento de 3,6% no preço da madeira em tora para celulose.

O esperado, como o indicado por SULLIVAN, T.E. (1968) e CARTER, D. (1992), para a elasticidade preço da celulose era de uma relação positiva e inelástica com o preço da madeira em tora para celulose. Contudo, o presente estudo indicou que a elasticidade do preço de exportação da celulose foi não significativa. Nenhum embasamento teórico foi encontrado para explicar a baixa significância. Infere-se que, no curto prazo, a capacidade instalada e o preço da madeira para outras finalidades apresentam uma maior influência no preço da madeira em tora para celulose do que o preço de exportação da celulose.

Esperado Encontrado β0 ±* - β1 >0 >0 β2 >0 >0 β3 >0 >0 Sinal de βi Coeficiente

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4.5.1. Avaliação do poder de previsão do modelo de preço da madeira em tora para celulose

Como o objetivo é avaliar o poder de previsão fora do período da amostra, foi reestimado o modelo (8) sem o último período da amostra (grau de liberdade do último período) e foram gerados novos coeficientes presentes na equação (9). É feita a aplicação desses novos coeficientes em conjunto com os dados coletados das variáveis independentes (explicativas) do período de 2010, para a estimativa do preço de comercialização da madeira em tora para a produção de celulose no Brasil. O próximo passo foi avaliar a diferença entre o valor do preço estimado e o valor do preço coletado.

ln = 0,227 + 0,385*ln + 0,381* _{+ 0,077* (9)}

Na figura 14, é representada a comparação gráfica entre as duas séries, a estimada e a do valor real. Por meio dessa comparação gráfica é obtido o poder de previsão da amostra. O valor previsto para um período posterior ao da amostra apresentou um erro superior a 5%, subestimando o valor observado em 5,12% (diferença percentual entre o valor coletado e o estimado). Foi considerado, para a análise do poder de previsão, que a variação percentual de 5,12% é uma variação baixa devido ao pequeno tamanho da série de dados, à complexidade estrutural (TOPPINEN, 1998; BIAZUS, 2010).

Não foi detectada nenhuma ineficiência no modelo em acompanhar o valor real do preço da madeira em tora durante o período de 1991 a 2010. Pode-se considerar que o modelo apresenta um poder de previsão razoável. O poder de previsão razoável pode ser confirmado pelo de 0,85, o qual foi considerado como satisfatório devido ao pequeno valor da amostra.

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Figura 14 - Avaliação de dentro e de fora da amostra do modelo de preço no período de 1991 a 2010.

Observa-se uma discrepância entre o acompanhamento dos valores reais e os previstos para o período de 2005 a 2006. Porém, não foi encontrado nenhum embasamento teórico forte que explicasse essa discrepância. Infere-se que a referida discrepância pode estar mais relacionada com mudanças na política, no câmbio, no custo de produção e na estratégia da indústria de celulose.